臺灣性別少數族群之預期性污名、性別角色與情緒調節對生活品質與心理症狀之影響

國立臺灣大學理學院心理學研究所 碩士論文

Graduate Institute of Psychology College of Science

National Taiwan University Master Thesis

臺灣性別少數族群之預期性污名、性別角色與情緒 調節對生活品質與心理症狀之影響

The Influence of Anticipated Stigma, Gender Role, and Emotional Regulation on Quality of Life and

Psychological Symptoms of Gender Minority Group in Taiwan

邱傑麟 Jie-Lin Ciou

指導教授：陳淑惠 博士 Advisor: Sue-Huei Chen, Ph.D.

中華民國 108 年 7 月

July 2019

致謝

首先要謝謝淑惠老師一路的細心教導，從題目的發想、架構、收案到撰 寫，您都不費餘力的協助，也謝謝您願意支持我以性別少數族群作為我的研究 主題，也在我很倉促的這半年，給予最多的幫忙。謝謝李怡青老師與顏正芳醫 師擔任我的口試委員，您們豐富的研究經驗擴展了我的視野，這份論文也因為 您們精闢的見解而變得更好。

接下來我想謝謝我的家人。謝謝我爸，十年前願意接受任性的我把心理系 填在第一志願，也在我延畢那幾年準備考試時，給予我充足的經濟支持。謝謝 我媽，不時關心我在台北的生活，提醒我要穿暖吃飽。謝謝我表姊們，從小到 大不論何事總是給我最多的支持。謝謝我妹，我知道護理師的訓練很辛苦，但 與你時不時的垃圾話很紓壓。

再來要謝謝身邊的好友們。品儒、立琪與你們四年的碩班時光，我十分開 心，每次課後的小聚瞎聊都讓我充飽電再出發，406 三寶終於都可以順利畢業 了！感謝噗浪好友們，謝謝你們總是陪我在上面聊天，不管是生活瑣事或專業 議題，也聆聽許多我研究過程的苦與悶。感謝嘉賢在我碩班生涯的陪伴，你的 支持與鼓勵總是我在低谷時的明燈。

最後要謝謝曾經參與這個研究的每個人，每份協助都是造就這篇論文的力 量，我才能在這麼短時間內完成論文這項鉅業。更要感謝支持婚姻平權的每個 人，我們共同生長在這片土地上，愛，不分性別。

摘要

前言：過去研究指出預期性污名為性別少數族群之重大壓力源之一，卻少有研 究探討此族群之預期性污名及其對心理健康後果之影響。探討不同族群於心理 健康後果之表現、不同人際關係來源之預期性污名與情感調節如何影響性別少 數族群之心理健康為本研究重點。目的：藉檢驗不同人際關係來源之預期性污 名、情感調節策略、性別角色傾向，瞭解性別少數族群可能之少數族群壓力模 式，以思索未來臨床可能介入途徑。方法：本研究採617 名成人為樣本，異性 戀與性別少數族群各佔311 名與 306 名。首先，以兩隨機分派之同質次樣本交 叉驗證中文版反應風格量表短版與中文版正負向性別角色量表的心理計量特性 與因素結構。再者，檢驗不同性傾向、性別角色間於心理健康程度之差異。最 後檢驗性別少數族群之不同人際來源之預期性污名、反芻反應風格對心理健康 後果之影響，並驗證本研究提出之序列中介模式，探索不同親疏關係之預期性 污名對社會關係品質與心理症狀之影響。結果：（1）中文版反應風格量表短版 與中文版正負向性別角色量表皆具良好心理計量特性。（2）相對於異性戀組與 同性戀組，雙性戀組呈現較差之心理健康結果。（3）正向性別角色具較高之生 活品質水準；負向雙性化與負向女性化具較高程度的苦惱自責式反芻，且有較 多心理症狀。（4）不論預期性污名來源，苦惱自責式反芻可顯著正向預測心理 症狀。（5）朋友、親戚及職場之預期性污名可顯著正向預測社交互動焦慮症 狀。（6）家人之預期性污名、社會關係品質在親戚之預期性污名與心理症狀間 具序列中介效果。討論：探討華人社會下不同族群於心理健康指標之差異來 源，與不同人際來源之預期性污名、反芻反應風格對於性別少數族群之影響。

最後，說明研究結果在臨床應用上的啟發，與未來可行介入途徑與研究方向。

關鍵字：性別少數族群、預期性污名、雙性化、反芻、少數族群壓力模式

The Influence of Anticipated Stigma, Gender Role, and Emotional Regulation on Quality of Life and

Psychological Symptoms of Gender Minority Group in Taiwan

Jie-Lin Ciou

Abstract

Introduction: Previous research points out that anticipated stigma is one of the major stressors of the gender minority group, but few studies have investigated the

anticipated stigma and its influences on mental health outcomes of gender minority group. The study focused on mental health outcomes of different gender preference groups, and examined the differences of anticipated stigma emerged from different relationships and explored how emotional regulation strategies influence mental health of the gender minorities. Purpose: By testing the anticipated stigma from different interpersonal relationships, emotional regulation strategies, and gender role tendency, the present study aimed to realize the possible minority stress model of the gender minorities in order to provide possible ways for clinical intervention.

Methods: The present study recruited 617 adults, with 311 heterosexuals and 306 gender minorities. First, the study used two equivalent and randomized subsamples to cross validate the psychometric properties of the Response Style Questionnaire-10 (RSQ-10) and Positive-Negative Sex Role Inventory (PN-SRI). Next, the differences of mental health were examined among subsamples classified based on participants’

sex orientation and gender role tendency. Last, the study examined the influences of anticipated stigma from different interpersonal relationships and rumination styles on mental health of the gender minorities. In addition, the serial mediation model was

proposed and tested to explore the influences of anticipated stigma from different relationships with different degrees of intimacy on quality of life and psychological symptoms. Results: The results indicate that: (1) The RSQ-10 and PN-SRI yielded good psychometric properties. (2) Bisexual group displayed poorer mental health than heterosexual group and homosexual group. (3) Those who held more positive gender roles reported significantly better quality of life, while those who held more negative androgyny and negative femininity displayed significantly higher levels of brooding rumination and more psychological symptoms. (5) The anticipated stigma from friends and relative as well as the workplace significantly positively predicted social interaction anxiety symptoms. (6) The anticipated stigma from family and the social relationship domain of quality of life showed serial mediation effects between anticipated stigma from relatives and psychological symptoms respectively.

Discussion: Under the situation in Taiwan, the possible sources of differences in different gender preference groups, and the impacts of anticipated stigma from different interpersonal relationships and rumination styles on gender minority were discussed. Possible clinical applications and directions for future research are also addressed.

Keywords: gender minority, anticipated stigma, androgyny, rumination, minority stress model

目 次

第一章 緒論 ... 1

第一節 性別少數族群 ... 1

第二節 性別角色 ... 3

第三節 憂鬱性反芻 ... 5

第四節 預期性污名 ... 8

第五節 研究目的與假設 ... 12

第二章 研究方法... 16

第一節 研究對象與研究程序 ... 16

第二節 研究工具 ... 18

第三節 統計分析程序 ... 23

第三章 研究結果... 25

第一節 量表效度檢驗 ... 25

第二節 描述統計與相關分析 ... 31

第三節 不同族群組間之差異檢定 ... 33

第四節 階層迴歸分析 ... 43

第五節 序列中介效果檢驗 ... 51

第四章 綜合討論... 57

第一節 中文版反應風格量表短版之修訂 ... 57

第二節 中文版正負向性別角色量表之建立 ... 58

第三節 生活品質與心理症狀於不同族群之差異 ... 59

第四節 不同人際關係來源預期性污名與反芻反應風格的預測效果 ... 62

第五節 親戚之預期性污名、家人之預期性污名之序列中介效果檢驗 ... 63

第五章 結論 ... 66

第一節 研究貢獻 ... 66

第二節 研究限制 ... 67

第三節 未來研究方向 ... 69

參考文獻 ... 70

附錄 ... 83

附錄一：參與研究同意書 ... 83

附錄二：預期性污名量表 ... 87

附錄三：中文版正負向性別角色量表 ... 89

附錄四：中文版反應風格量表短版 ... 90

附錄五：社交互動焦慮量表 ... 91

附錄六：臺灣簡明版世界衛生組織生活品質問卷 ... 92

附錄七：中文版憂鬱、焦慮與壓力量表 ... 95

表目次

表2-1 參與參與者人口變項特性者人口變項特性 ... 17

表2-2 各性別角色各性別角色之次數分配表之次數分配表 ... 20

表3-1 子樣本一與子樣本二之差異檢定 ... 25

表3-2 中文版反應風格量表短版因素結構 ... 27

表3-3 中文版反應風格量表短版之因素結構比較 ... 27

表3-4 中文版反應風格短版刪題後之因素結構 ... 28

表3-5 中文版正負向性別角色量表之因素結構 ... 30

表3-6 中文版正負向性別角色量表之因素結構比較 ... 30

表3-7 中文版正負向性別角色量表之刪題後因素結構 ... 31

表3-8 各變項之描述統計 ... 32

表3-9 各變項之相關係數 ... 34

表3-10 不同性傾向組在生活品質各範疇之 ANOVA ... 35

表3-11 不同性傾向組在心理症狀程度之 ANOVA ... 36

表3-12 各性別角色組在心理症狀程度之 ANOVA ... 39

表3-13 各性別角色組在生活品質各範疇之 ANOVA ... 42

表3-14 不同性別角色組在反芻反應風格之 ANOVA ... 43

表3-15 朋友之預期性污名對憂鬱程度、焦慮程度、壓力程度及社交互動焦 慮之階層迴歸分析 ... 45

表3-16 親戚之預期性污名對憂鬱程度、焦慮程度、壓力程度及社交互動焦 慮之階層迴歸分析 ... 46

表3-17 家人之預期性污名對憂鬱程度、焦慮程度、壓力程度及社交互動焦 慮之階層迴歸分析 ... 47 表3-18 職場之預期性污名對憂鬱程度、焦慮程度、壓力程度及社交互動焦

慮之階層迴歸分析 ... 49 表3-19 整體之預期性污名對憂鬱程度、焦慮程度、壓力程度及社交互動焦

慮之階層迴歸分析 ... 50

圖目次

圖1-1：少數族群壓力模式 ... 12 圖3-1：序列中介分析概念圖 ... 51 圖3-2：家人之預期性污名與社會關係對親戚之預期性污名與憂鬱程度之序

列中介分析 ... 52 圖3-3：家人之預期性污名與社會關係對親戚之預期性污名與壓力程度之序

列中介分析 ... 53 圖3-4：家人之預期性污名與社會關係對親戚之預期性污名與焦慮程度之序

列中介分析 ... 54 圖3-5：家人之預期性污名與社會關係對親戚之預期性污名與社交互動焦慮

程度之序列中介分析 ... 55

第一章 緒論

第一節 性別少數族群

壹、性別少數族群定義

性別少數族群指於性傾向或性別認同不符合異性戀主流之群體。性傾向指 個體在情感、浪漫關係與性吸引的性別偏好；性別認同指個體對自身性別身份 的認同，如自我認定為男性或女性。藉此兩類別與生理性別之異同，共可區分 為女同性戀（L, Lesbian）、雙性戀（B, Bisexual）、男同性戀（G, Gay）、跨性別

（T, Transgender）、疑性戀（Q, Questioning）、雙性人（I, Intersex）與無性戀

（A, Asexual）等次類群，其中以 L、G、B 三類人數為多數，但實際人口比 例，各國調查報告結果較不一致。據美國調查結果顯示，20 多萬位參與者中，

共有4.1%自陳屬 LGBT 族群（Gates, 2017）。Richters 等人（2014）於澳洲對約 兩萬名參與者之研究結果顯示，男同性戀者約佔其中1.9%，女同性戀者約佔 1.2%，男雙性戀者約佔 1.3%及女雙性戀者約佔 2.2%。另一方面，臺灣方面，

中研院於2013 年之研究報告顯示，面訪 2 千多名參與者中，同性戀僅佔千分之 二，雙性戀約佔1.7%，但此結果可能受到面訪方式影響參與者自我揭露之程 度，而有低估之可能。綜合上述結果顯示，各國性別少數族群比例雖不一，但 約介於3%至 7%間。

貳、性別少數族群之壓力源及其影響

Meyer（1995）提出少數族群壓力（minority stress）之概念，指來自少數族

群身份的心理社會壓力。此壓力源主要可以分為兩大類，第一類為內化恐同

（internalized homophobia），指個體藉角色取替（role-taking）的方式，使其能 透過假想他人之觀點看待自己，而將社會負面態度加諸自我。第二類為污名

（stigma），包含對於他人拒絕與歧視的預期，以及實際受歧視或暴力的經驗。

性別少數族群壓力對此族群之影響甚鉅，在心理健康方面，Meyer（1995）

針對男同性戀之研究結果發現，內化恐同與污名可預測個體之主觀苦惱與自殺 意念程度。Parra、Benibgui、Helm、及 Hastings（2016）以 62 位性別少數族群 個體為樣本，發現個體之性別少數族群壓力可透過每日皮質醇斜率（diurnal cortisol slopes）影響憂鬱症狀程度，此研究結果提供了性別少數族群壓力的生 理支持證據。本地研究中，林逸祥（2017）以 277 位 13 歲以上之男同性戀作為 樣本，發現性別少數壓力可預測自殺意念，且可藉由知覺負擔影響自殺意念程 度，顯示男同性戀個體經歷少數族群壓力後，若把自己視為他人負擔之狀態，

將會提高其自殺風險。關於生理健康方面，Frost、Lehavot、及 Meyer（2015）

針對396 位 LGB 參與者之研究結果顯示，經驗歧視事件可預測較高比例的生理 健康問題。

綜合上述顯示，性別少數族群壓力可影響該族群之生、心理健康狀態，為 該族群重大生活壓力源之一，因此，本研究將以預期性污名作為預測因子。而 對於少數族群壓力之影響歷程，Meyer 於 2003 年提出少數族群壓力理論

（minority stress theory）以解釋此壓力源對於個體生心理健康狀態之影響。此 模式中將壓力源分為一般壓力源（general stressors）、遠端壓力源（distal stressors）、及近端壓力源（proximal stressors）三類，並以個體之認知因應策略 與少數族群認同作為可能的保護因子與風險因子。本論文後續將對於此模式做 更詳細之介紹。

第二節 性別角色

壹、性別（Sex）與性別角色（Gender Role）

根據世界衛生組織（World Health Organization, WHO）之定義，性別為個 體與生俱來，藉由基因所決定的個人特徵，主要為男（male）與女（female）

二類所組成。性別角色則是透過社會建構的角色、行為、活動及特性，且是該 社會結構下所認為對該性別適切的，如男性應表現出陽剛、有決策力等男性化 特性（masculinity），女性則應表現出體貼、溫柔等女性化特性（femininity）。

貳、雙性化概念發展與特徵

回顧過去研究，於1970 年代以前，多以性別二元觀點看待性別角色，認為 性別角色為單一向度，男性化（masculinity）與女性化（femininity）落於單一 軸度之兩極，意即同一個個體僅能擁有單一性別角色傾向的特徵，並無法同時 共存男性化與女性化特徵。然而Bem（1974）觀察社會現象發現，過去性別二 分的觀點並無法完全解釋個體的性別角色行為，部分個體同時具備男性化與女 性化特性，如決斷與順從、工具性（instrumental）與情感性（expressive）等。

當個體被定義為男性化，若表現出女性化行為是在社會脈絡中是不受期許、不 適當的，使個體為遵守社會規範，須壓抑女性化行為的表現。顯示社會環境對 於性別角色之影響，也反映性別二分觀點過於狹隘與不足。因此，Bem 提出雙 性化（androgyny）概念，其認為雙性化為個體同時擁有程度相當的男性化特性 與女性化特性，且可依情境自由表現，因而有較佳的心理適應表現（Bem &

Lewis, 1975; Cook, 1987），並以此概念建構 Bem 性別角色量表（Bem Sex-Role Inventory, BSRI）。譬如，雙性化個體在須決策的情境中，傾向表現男性化特 性，而於情感互動需求高之情境中，則傾向表現女性化特性。過去研究幾乎一

致支持雙性化有助個體適應之假說，此概念為性別角色的界定提供了以往不同 的新觀點，打破原有性別二分之觀念。意即，男性化與女性化不再落於單一軸 度之兩極，而為獨立兩軸度，個體可同時擁有不同程度之男性化特質與女性化 特質。

同一時期的研究者對於性別角色提出不同的觀點，Spence、Helmreich、及 Stapp（1974）針對 Bem 提出的性別角色定義提出批判，認為 BSRI 所測之構念 過於廣泛，其中包含男性化與女性化、工具性特質與表達性特質等構念。

Spence、Helmreoch、及 Stapp（1975）進一步單獨以工具性特質（instrumental traits）與表達性特質（expressive traits）表徵男性化與女性化，編製個人特質量 表（Personal Attributes Questionnaire, PAQ）以評估個體之性別角色傾向。

過去許多研究對BSRI 與 PAQ 之性別角色構念進行驗證，Spence（1991）

比較兩量表後發現，兩量表中之男性化與女性化分量表間各具相關性，且皆與 自尊、性別角色態度與性別基模歷程具關聯性。Holmbeck 與 Bale（1988）之研 究結果亦支持兩量表構念相近之假設。然而，於21 世紀後之相關研究，與前世 紀呈不一致的結果。Choi 與 Jenkins（2000）將兩量表之題項一同進行探索性因 素分析發現，各分量表之題項各座落於不同因素中，顯示兩量表所測為不同構 念。Fernández 與 Coelleo（2010）發現兩量表經探索性因素分析後，因素結構 與原量表假設之兩因子並不一致，且利用兩量表所進行之性別角色分類一致性 偏低。

延續上述，時空與文化背景可能為影響個體性別角色之潛在因子。據 Twenge（1997）針對 1974 年至 1997 年間之 BSRI 與 PAQ 相關研究結果進行後 設分析發現，女性於兩量表的男性化程度隨時間呈增長之趨勢，但女性之女性 化程度與男性於兩量表之表現皆無明顯變化。Donnelly 與 Twenge（2017）檢驗 1993 年至 2012 年 BSRI 之信效度變化，結果發現女性之女性化程度顯著下降，

但男性化無明顯落差，且女性之雙性化程度具明顯增加之趨勢。Berger 與

社會期許度有增長之趨勢，然而女性化特性則呈下降趨勢。

綜合上述研究結果顯示，女性之性別角色隨年代有所變動，目前距BSRI 編製以來相隔40 多年，並考量臺灣社會民情與西方文化之差異，此工具於當代 之適用性令人存疑。此外，由於BSRI 編製過程是採用社會期許度相對較高之 特性作為題項，然而性別角色為個體自我認同之其中一部份，其本質應兼具正 向與負向兩面，故有另一派學者在舊有之男、女性化特性外，增加正負向特性 之概念（Woodhill & Samuels, 2003, 2004）。Berger 與 Krahé（2013）並進一步以 此概念，建構正負向性別角色量表（Positive-Negative Sex Role Inventory, PN- SRI）。此量表請個體自陳題項內容與自己的相似程度，分為正向男性化、正向 女性化、負向男性化及負向女性化四個分量表。本研究預計對此量表翻譯並進 行本地驗證，期能為本土研究奠定性別角色之評估工具。

第三節 憂鬱性反芻

壹、反芻反應風格理論

Nolen-Hoeksema 為研究憂鬱性反芻的重要學者，畢生致力於研究憂鬱可能 成因與發展相關評估工具。Nolen Hoeksema（1987）提出憂鬱反應風格理論

（response style theory of depression），認為個體面對憂鬱情緒有三種反應傾向，

分別為憂鬱性反芻（depressive rumination）、分心（distraction）、 及問題解決

（problem solving）。憂鬱性反芻指個體面對憂鬱情緒時，傾向將注意力投注於 重複思考自身之憂鬱症狀及其成因、後果。另一方面，分心則指個體面對憂鬱 情緒時，傾向將注意力轉移至與憂鬱情緒無關的事物。當個體使用憂鬱性反芻 因應憂鬱情緒時，將導致憂鬱情緒與症狀之惡化。反之，使用分心策略之個 體，則有利於緩解憂鬱情緒。

依循上述憂鬱性反芻之定義，Nolen-Hoeksema 與 Morrow（1991）發展反

應風格量表（Response Style Questionnaire, RSQ），詢問個體面對自身憂鬱情緒 時，可能採取的思考方式或行動。此量表共分兩部分，分別為反芻反應分量表 與分心反應分量表。Nolen-Hoeksema 與 Morrow（1993）透過實驗佐證，當憂 鬱個體被引導使用憂鬱性反芻後，相對於分心反應組，於操弄後有較高的負面 情緒，但對於非憂鬱個體而言，不論使用何種策略，操弄前後皆無明顯改變。

Treynor、Gonzalez、及 Nolen-Hoeksema（2003）重新審視反芻反應分量 表，發現其中有12 題與憂鬱症狀有相似構念，例如「17. 思考你有多難過

（Think about how sad you feel.）」。考量上述題項可能汙染對於憂鬱症狀的預測 與解釋，因此將其刪去，並經因素分析發現兩向度：深思反省式反芻

（reflection），指「不帶評價地聚焦在中性或正向的內容上」；苦惱自責式反芻

（brooding），指「將注意力投注於負面、自我責難、陰暗或焦慮的想法上」。同 時以結果顯示深思反省式反芻可能引發短時間的負面情緒，但最終有助個體減 少負面情緒，相反地苦惱自責式反芻與更強烈的憂鬱情緒有關，且具長時間之 影響力，而無益於憂鬱情緒的適應。Arditte 與 Joormann（2011）發現深思反省 式反芻可預測半年後憂鬱症狀之緩解，此結果支持上述Treynor 等人之論述。

過去研究對兩種反芻反應風格與自殺意念間之關聯性進行探索，Miranda 與Nolen-Hoeksema（2007）以 1134 名參與者為樣本追蹤一年發現，苦惱自責 式反芻與自殺意念關聯性較深思反省式反芻高，且可預期一年後較高程度之自 殺意念。Polanco-Roman、Jurska、Quiñones、及 Miranda（2015）進一步比較非 自殺性自傷、自殺嘗試及兩者經驗兼具者，發現苦惱自責式反芻單獨預測曾有 自殺嘗試者，深思反省式反芻與其他兩組相關，反映兩策略對自殺意念具不同 影響。

貳、性別、性別角色與憂鬱性反芻之關聯

傳統生理性別二分觀點已有大量文獻確立憂鬱性反芻之性別差異（Nolen- Hoeksema & Morrow, 1993; Nolen Hoeksema, 1987, 1991; Treynor et al., 2003），

Johnson 與 Whisman（2013）針對 14321 名樣本進行後設分析結果亦支持女性高 於男性之性別差異。然而部分研究顯示性別與反芻反應風格間存在其他中介因 子，如結合情緒控制、對關係情緒基調的責任、克服負面情緒等信念（Nolen- Hoeksema & Jackson, 2001）。再者，據 Simonson、Mezulis、及 Davis（2011）

之研究結果顯示，個體之性別角色對性別與反芻反應風格間存在中介效果。

延續前述，根據社會學習觀點（Bandura & Walters, 1977），個體行為同時 受到先天基因與後天環境因素影響，無法獨立個別因素之對個體行為影響。依 循此觀點，重新審視生理性別與性別角色兩者之關聯，生理性別是完全由基因 先天決定，性別角色是依據個體生理性別與後天社會環境形塑而成。相關研究 發現，女性化特質可預測憂鬱性反芻策略之使用（Simonson et al., 2011）、憂鬱 症狀之增加（Broderick & Korteland, 2002; Stoppard & Paisley, 1987），顯示性別 角色對於憂鬱性反芻與憂鬱症狀之影響。若同時將生理性別與性別角色納入考 量，據Wupperman 與 Neumann（2006）以 589 名年輕成人為參與者之結果顯 示，不論個體生理性別為何，當男性化特質愈高，憂鬱反芻策略之使用與憂鬱 症狀程度越低。

綜合以上所述，過去研究結果皆一致指出傳統生理性別二元觀點與憂鬱性 反芻間之關聯，然而同時納入其他因子後，生理性別之預測效果不復存在，顯 示過往研究慣以使用的生理性別分類，可能無法完整表徵個體之「性別」對於 心理健康與情感調節策略的影響。因上述考量，本研究將以後天社會建構的性 別角色作為分類基礎，以期能更貼近社會脈絡中「性別」的現象。

第四節 預期性污名

壹、污名（Stigma）的界定與意涵

污名概念在學術界中最早由Goffman（1963）所提出，其認為個體污名是 一種使個體名聲敗壞的特性，當一個陌生個體現身於他人面前，他所具有的特 性將使他與他人有所區分，而被他人歸類到壞的、危險的、虛弱的類別，進而 在他人心中之形象從一個完整的一般人，變成一個受玷汙、貶損的個體。

Goffman 進一步提出三種不同的污名類型，第一類來自身體缺損，如身障 者。第二類來自個人特質缺損，包含意志薄弱的、跋扈的、死板的或不誠實 的，如精神疾病患者、受刑犯、成癮者、酒精濫用者、同性戀者、失業者、曾 嘗試自殺者及激進政治行為者。最後一類來自部族認同，如種族、國籍及宗教 信仰，此類污名可透過譜系於同類成員間傳播，並對於同類成員具有相同影 響。另一方面，因污名並非皆可藉由外觀覺察，依污名之可見性（visibility）分 類，帶有清晰可見的污名者，被稱為已受貶抑者（the discredited），如盲人、黑 人；而帶有無法從外觀辨識的污名者，被稱為可受貶抑者（the discreditable），

如同性戀、受刑犯。

然而自提出污名概念以來，大多數學者提出Goffman 之定義不夠嚴謹的批 判。譬如，Link 與 Phelan（2001）針對過去批判，將污名界定為一種「使標籤 化個體有別於其他個體，被連結至非期許的特質，進而受到地位喪失或歧視等 不公對待之歷程」。此觀點強調社會權力對於污名形成之影響，當掌權者決定何 謂對錯，污名得以發生。因此，Link 與 Phelan 認為污名成立於一個允許以下現 象共同發生的權力型態，包含標籤化、刻板印象、分化、地位喪失及歧視。

再檢視Goffman 的理論可見，污名可能因來源與性質而有所差異。因此，

Jones（1984）區分六種面向之污名化情境，包含：可隱藏性（concealability）、

（aesthetic）、污名標記的來源（origin of the stigmatized mark）及危難性

（peril）。後續實徵研究指出，危難性、可隱藏性及污名標記的來源為核心面向

（Deaux, Reid, Mizrahi, & Ethier, 1995; Frable, 1993）。另一方面，Crocker、

Major、及 Steele（1998）認為可見性（visibility）與可控性（controllability）對 受污名者與污名他人者之經驗而言，為最重要的兩個面向。其中污名之可見性 影響污名化個體覺知外界反應來自自身污名之程度，亦影響污名化個體之因應 策略、費力隱藏自身污名的程度、及與其他污名化個體進行社會比較之程度。

而可控性影響污名化個體於陌生情境中的負擔，也涉及維持或縮小自身污名化 特徵之決定。Crocker 等人更進一步提出污名的社會心理概念模式，包含三大維 度，分別為（1）觀點（perspective）：覺知者或目標；（2）認同（identity）：個 人認同或群體為基礎的認同；（3）反應類型（reactions）：情感、認知或行為反 應。藉由上述理論架構與污名發生之對象，可衍生出更細緻的污名分類，目前 文獻提出內化污名（Herek, Gillis, & Cogan, 2009）、知覺污名（Mickelson, 2001）、預期性污名（Quinn & Chaudoir, 2009）等。

貳、預期性污名定義

延續Goffman（1963）所提，已受貶抑者與可受貶抑者於社會互動過程 中，可能存在不一樣的心理歷程。已受貶抑者因其污名特徵明顯可見，當個體 與他人互動時，自身之污名化身份毫無隱藏地揭露在他人面前，初步的身份暴 露已為個體帶來不舒服的感受。當他人進一步與已受貶抑者互動，對其污名特 徵提出好奇，或提供已受貶抑者不需要的幫助，都會提高個體的不適感。

另一方面，可受貶抑者因其污名特徵的不可見，儘管他人宣稱抱持接納少 數族群之態度，但實際並不一定可讓雙方於平等層次上互動，使個體在社交互 動過程中無法確認他人對自身污名特徵之反應，而引發焦慮感受。當其未揭露 自己的污名化身份時，並不必然會受到他人的污名化對待，可能透過迴避或隱

藏身份因應。但與他人互動過程中，其可能會擔心他人知曉自己的污名化身份 後，預期自己將遭受他人污名化對待。而上述歷程中所提及之對於污名身份揭 露後，可能遭受他人污名化對待之預期，即為預期性污名（anticipated

stigma）。

回顧污名相關研究，預期性污名為近年較新興被獨立出來討論的議題，過 去此概念多被包含在知覺到的污名中，英文以felt stigma 或 perceived stigma 表 示，此被定義為污名化個體對於自身污名的主觀感受，並將主觀感受投射於他 人，進而影響個體對於他人主觀感受之覺察，使個體預期他人可能因對污名的 負面態度，而有歧視之表現（Kinsler, Wong, Sayles, Davis, & Cunningham, 2007;

Mickelson, 2001）。由上述定義可見，知覺污名歷程包含個體對他人主觀感受之 覺察與預期後續可能受歧視經驗兩部分。而預期性污名強調的是後者，也就是 個體對於他人將貶損自己的預期，而非對於污名身份的負面覺察，故於本研究 將預期性污名從知覺污名中獨立出來，並針對預期性污名進行探討。

參、預期性污名與心理健康之關聯

過去西方研究結果幾乎一致地指出預期性污名可預測個體較高的主觀心理 苦惱，較差的生理健康、生活品質，且受個體對自己的少數族群認同之核心性

（centrality）與突顯性（salience）所影響（Earnshaw, Quinn, & Park, 2012;

Quinn & Chaudoir, 2009）。但上述研究中部份研究是以各少數族群為研究對象，

而非針對特定少數族群（Quinn & Chaudoir, 2009），或是多以精神疾患患者或慢 性病患（Earnshaw et al., 2012）作為主要研究對象，特定針對性別少數族群之 預期性污名相關研究較為稀少。Pachankis、Sullivan、Feinstein、及 Newcomb

（2018）以 128 名年輕男同性戀與男雙性戀為樣本追蹤 8 年，結果顯示預期性 污名呈逐年下降之趨勢，且受個體社經地位影響，低社經地位者下降趨勢較高 社經地位者平緩。

綜合上述，預期性污名對於性別少數族群之心理健康狀態影響甚大，可能 為此族群之自殺潛在風險因子，但目前國內相關研究較缺乏。此外，現存研究 中對於預期性污名的測量，多藉歧視量表（Chaudoir & Quinn, 2016; Quinn &

Chaudoir, 2009）、拒絕敏感度量表（Pachankis et al., 2018）之題項內容，詢問個 體歧視事件發生之可能性，並無特定工具可應用於測量不同少數族群之預期性 污名程度，故本研究將採自編量表之方式針對此議題進行探索。

肆、少數族群壓力模式

少數族群壓力模式（minority stress model）為 Meyer（2003）所提出，此壓 力模式主要探討少數族群面對污名衍生之少數族群壓力時，整體壓力歷程與因 應模式。其中少數族群壓力具有三種特性：（1）獨特性（unique）：為污名化個 體特有的，且是可加成於一般性壓力之上，因而此族群相較一般族群需較費勁 適應，（2）長期性（chronic）：指少數族群壓力是穩定存在社會與文化脈絡中，

（3）以社會為基礎的（socially based）：指少數族群壓力為根基於社會互動、

社會制度、及整體社會結構之中。

如圖1-1 所示，於此壓力模式中，將壓力源分為（1）一般性壓力源

（general stressors）：指來自社會環境中之壓力，不分任何族群皆可能遭遇此壓 力源，如失業、親人過世；（2）遠端壓力源（distal stressors）：指不需仰賴個體 知覺或評估的客觀壓力，如社會偏見與歧視；（3）近端壓力源（proximal stressors）：指個體主觀感受到的壓力，如內化恐同、預期性污名、知覺污名 等。遠近端壓力源為一連續變化之歷程，起始於少數族群身份衍生的遠端壓力 源，透過個體覺知此壓力，且對此壓力產生預期與警覺後，將外在社會負向態 度內化，當個體對於壓力的主觀覺知漸增，便逐漸轉為近端壓力源。

依據此壓力模式之概念，本研究將以遠端-近端壓力源的概念，針對不同人 際來源之預期性污名可能隱含遠端與近端之關聯，對於個體主觀之生活品質與

心理症狀程度之影響進行驗證。

圖1-1：少數族群壓力模式

資料來源：翻譯自“Prejudice, social stress, and mental health in lesbian, gay, and bisexual populations: Conceptual issues and research evidence.”by Meyer, I. H.

(2003). Psychological Bulletin, 129, 674. doi:10.1037/0033-2909.129.5.674

第五節 研究目的與假設

壹、研究目的

臺灣近年隨社會開放，社會大眾對於性別少數族群之關懷逐漸提升，亦於 今年（2019）成為亞洲第一個通過同性婚姻之國家。雖政府透過立法保障此族 群之權益，然污名為長期存在於社會脈絡下的產物（Goffman, 1963），整體社會 長久以來對於性別少數族群的負面印象仍存，使性別少數族群與他人互動時，

大多對於自己的性傾向抱持保留態度。友善臺灣聯盟（2014）針對臺灣性別少 數族群調查結果顯示，79%擔心家人無法接受，68%擔心自己無法符合傳統婚 嫁期待，且高於7 成者曾有自殺意念。據上述調查報告，關切臺灣性別少數族 群之心理健康有其必要性。

性別少數族群因其性傾向與大多數人不同，於成長過程中較異性戀者須承 受額外壓力，預期性污名為此族群主要壓力來源之一（Meyer, 1995），可造成此 族群較差的心理健康後果（Pachankis et al., 2018; Quinn & Chaudoir, 2015）。然 而，過去預期性污名之相關研究研究多以精神疾病患者或HIV 患者為主要對 象，以性別少數族群之預期性污名之相關研究較少，亦無特定測量工具。

另一方面，憂鬱性反芻被發現與憂鬱症狀及社交互動焦慮症狀息息相關

（Nolen-Hoeksema & Morrow, 1993; Wong & Moulds, 2009）。Treynor 等人

（2003）針對憂鬱性反芻進行因素分析，得到苦惱自責與深思反省兩種反芻形 式。前者被認為造成個體負面情緒維持的主要原因，反之後者被視為相對有 利、可能使個體朝正向發展之因應策略，但兩者對預期性污名所造成之情緒波 動未有一致結果。

生理性別差異雖為影響個體心理健康的原因之一（Nolen Hoeksema, 1987;

Ranta et al., 2007; Xu et al., 2012），但性別角色可干擾生理性別差異對於個體心 理健康之影響（Simonson et al., 2011），且考量社會學習觀點（Bandura &

Walters, 1977），同時考量個體先天基因與後天環境之前提，選擇以性別角色傾 向界定個體。

綜合以上所述，本研究之研究目的如以下所列：

1. 針對中文版反應風格量表短版與中文版正負向性別角色量表進行修 訂，確立其本土應用性。

2. 檢驗臺灣性別少數族群面對不同人際來源之預期性污名時，使用不同 反芻策略是否會對後續心理健康造成影響，以及檢驗性別少數族群與 異性戀族群於反芻策略使用程度與心理健康之差異。

3. 探索臺灣20 至 60 歲成人之性別角色傾向對於個體之反芻反應風格與 心理健康之差異。

4. 檢驗本研究提出之序列中介模式，探索不同親疏來源之預期性污名間

性別少數族群於家庭脈絡中之壓力模式。

貳、研究假設

基於文獻回顧和研究目的，本研究擬針對以下假設進行檢驗：

一、中文版反芻反應風格量表短版與中文版正負向性別角色量表之 驗證

假設1-1：中文版反應風格量表短版具良好信效度。

假設1-2：中文版正負向性別角色量表具良好信效度。

二、不同性傾向者與不同性別角色者的心理症狀與生活品質之 差異

假設2-1：不同性傾向組於憂鬱、焦慮、壓力、社交互動焦慮症狀具顯著差異，

且異性戀組顯著低於同性戀組與雙性戀組。

假設2-2：不同性傾向組於生理健康、心理、社會關係及環境範疇程度具顯著差 異，且異性戀組顯著高於同性戀組與異性戀組。

假設2-3：不同性別角色組於憂鬱、焦慮、壓力、社交互動焦慮症狀具顯著差 異，且負向性別角色組顯著高於正向性別角色組。

假設2-4：不同性別角色組於生理健康、心理、社會關係及環境範疇程度具顯著 差異，且負向性別角色組顯著高於正向性別角色組。

三、預期性污名來源類型與反芻反應風格對心理症狀與生活品質之 預測

假設3-1：朋友之預期性污名正向顯著預測憂鬱、焦慮、壓力及社交互動焦慮症 狀程度。

假設3-2：親戚之預期性污名正向顯著預測憂鬱、焦慮、壓力及社交互動焦慮症 狀程度。

假設3-3：家人之預期性污名正向顯著預測憂鬱、焦慮、壓力及社交互動焦慮症 狀程度。

假設3-4：職場之預期性污名正向顯著預測憂鬱、焦慮、壓力及社交互動焦慮症 狀程度。

假設3-5：整體之預期性污名正向顯著預測憂鬱、焦慮、壓力及社交互動焦慮症 狀程度。

假設3-6：不論預期性污名來源為何，深思反省式反芻可負向預測憂鬱、焦慮、

壓力及社交互動焦慮症狀程度。

假設3-7：不論預期性污名來源為何，苦惱自責式反芻可負向預測憂鬱、焦慮、

壓力及社交互動焦慮症狀程度。

四、檢驗親戚與家人之預期性污名對生活品質與心理症狀之序列中 介模式

假設4：在模式中，親戚之預期性污名、家人之預期性污名、社會關係範疇可預 測憂鬱、焦慮、壓力及社交互動焦慮症狀程度。

第二章 研究方法

第一節 研究對象與研究程序

壹、研究對象

本研究使用網路問卷形式，透過臉書（Facebook）、批踢踢實業坊（ptt.cc）

等管道徵求研究參與者，徵求條件為20 歲至 60 歲之成人，且性傾向為異性 戀、同性戀及雙性戀者，並排除無法流利閱讀中文、過去或目前有精神疾病、

腦傷、物質濫用者。參與者可獲後續抽獎機會，與研究者公益捐助於同志友善 團體做為報酬，共635 名參與。排除性傾向非為上述類別者 10 名（參與者自評 非為上述性傾向）、不願回應性傾向者5 名，及預期性污名任一分量表總分與相 對應之對象出櫃狀況皆為0 者 3 名，有效樣本人數共 617 名（佔回收率 97%），

包含異性戀311 名，同性戀 210 名，雙性戀 96 名。參與者多介於 20 歲至 40 歲 間，學歷以大學或大專畢業為大宗。詳細人口統計變項，詳見表2-1。

貳、研究程序

本研究經國立臺灣大學行為與社會科學研究倫理委員會審核通過後（案 號：201903HS004），以網路問卷方式進行資料收集。參與者於知情同意後，填 答個人基本資料，包含年齡、性別、自我認定之性傾向及學歷。後續視其自陳 之性傾向，繼續填寫以下量表，包含預期性污名量表、自評出櫃程度、正負向 性別角色量表、中文版反應風格量表短版、社交互動焦慮量表、臺灣簡明版世 界衛生組織生活品質量表及憂鬱、焦慮與壓力量表，其中自陳為異性戀者不需 填寫預期性污名量表與自評出櫃程度。

研究完成後，依有效問卷數抽取10%之參與者贈送超商百元禮券作為酬 謝，共抽取62 名獲獎者。且依有效問卷數每份捐款 10 元予臺灣同志諮詢熱線 協會，共捐款6200 元。

表2-1 參與者人口變項特性（n = 617）

人口變項 組別 人數 百分比%

性別（性傾向） 男（異性戀） 108 17.50

男（同性戀） 115 18.60

男（雙性戀） 19 3.10

女（異性戀） 203 32.90

女（同性戀） 95 15.40

女（雙性戀） 77 12.50

教育程度 小學肄業 1 0.20

小學畢業 0 .00

國中畢業 0 .00

高中/職畢業 74 12.00

大學/專科畢業 368 59.60

碩士畢業 160 25.90

博士畢業 14 2.30

年齡 20～24 172 27.90

25～29 232 37.60

30～34 120 19.40

35～39 50 8.10

40～44 28 4.60

45～49 10 1.60

50～54 2 0.30

55～59 3 0.50

第二節 研究工具

壹、基本資料問卷

包含研究同意書（見附錄一）、參與者性別、年齡、教育程度、性傾向、自 評出櫃程度、及電子信箱等基本資料。

貳、預期性污名（Anticipated Stigma Questionnaire）

預期性污名量表為評估個體主觀認為因自己之污名化身份而被可能污名的 程度，過去研究中多透過使參與者評定日常歧視量表或拒絕敏感度量表之內容 之發生可能性作為此概念之量測，較缺乏特定測量預期性污名之工具，國內過 去亦無相關類型研究，因上述考量本研究決定採自編量表方式進行。此自編量 表為參考國內同志相關調查與國外預期性污名相關研究編製而成（友善臺灣聯 盟，2014; Pachankis et al., 2018; Quinn & Chaudoir, 2009），詳細題項請見附錄 二。為自陳式量表，共分朋友、親戚、家人、同事或上司四部分，每部分各7 題，共28 題，採取李克特式六點量尺作答，0 分為完全不會發生，5 分為一定 會發生，分數越高代表個體預期自己在該情境下遭受他人污名化對待的機會越 高。參與者依據題目描述，想像自身於不同情境與對象中揭露自己之同志身份 時，自己將遭受他人污名化對待的機會有多高。此量表具良好內部一致性信 度，整體之內部一致性信度係數Cronbach’s α 為.96，朋友、親戚、家人、同事 或上司各分量表分別為.95、.96、.97、.96。

參、正負向性別角色量表（Positive-Negative Sex-Role Inventory, PN-SRI）

正負向性別角色量表（Berger & Krahé, 2013）為評估個體性別角色傾向之 測量工具，已獲原作者同意使用與翻譯，詳細題項請見附錄三。此量表係參照 Bem 性別角色量表（Bem Sex-Role Inventory）（Bem, 1977）之編製方式，邀請 參與者對常見男性與常見女性的特性，各列舉七個正負向特性。進一步邀請另 一群參與者依價性（valence）、典型性（typicality）及自我描述（self-

descriptions）等標準進行評定，價性指此特性之期許程度，典型性指此特性代 表男性或女性的程度，自我描述指參與者用此特性描述自己之程度。後續以價 性、典型性較高且具性別差異、同性別中之高一致性、自我描述之性別差異等 標準進行選題。價性為正、典型性較高，且具性別區辨度的特質作為正向男性 化（MAS+）與正向女性化（FEM+）特質，反之挑選價性為負、典型性較低 者，且具性別區辨度的特質作為負向男性化（MAS-）與負向女性化（FEM-）

特質。此量表為自陳式量表，共分正向男性化、正向女性化、負向男性化及負 向女性化等四分量表，各分量表共6 題，共 24 題，採取李克特式 5 點量尺作 答，1 分為一點都不是我的特徵，5 分為完全是我的特徵。正向男性化之題項如

「擅長分析的」、「有邏輯的」；負向男性化之題項如「自大的」、「擺闊的」；正 向女性化之題項如「情感豐富的」、「溫柔的」；負向女性化之題項如「焦急 的」、「過於敏感的」。原始量表具良好信效度，正向男性化、負向男性化、正向 女性化、負向女性化分量表之內部一致性信度係數分別為.86、.84、.87、.72。

計分方式為：將原始分數加總計算平均數後，轉換為標準分數以進行後續 分析與性別角色分組，分組標準如下，結果如表2-2 所示：

1. 正向雙性化：正向男性化與正向女性化皆高於平均，且程度相當（兩者標準 分數差距小於0.5 分），各自得分高於負向男性化與負向女性化。

2. 負向雙性化：負向男性化與負向女性化皆高於平均，且程度相當（兩者標準 分數差距小於0.5 分）各自得分高於正向男性化與正向女性化。

3. 正向男性化：正向男性化得分高於平均，且高於其他分量尺。

4. 負向男性化：負向男性化得分高於平均，且高於其他分量尺。

5. 正向女性化：正向女性化得分高於平均，且高於其他分量尺。

6. 負向女性化：負向女性化得分高於平均，且高於其他分量尺。

7. 未分化雙性化：四分量尺得分皆高於平均，但未達上列標準。

8. 未分化：四分量尺得分皆低於平均。

表2-2 各性別角色之次數分配表（n = 617）

組別 人數 百分比

未分化組 44 7.1

正向雙性化組 51 8.3

負向雙性化組 54 8.8

正向男性化組 125 20.3

負向男性化組 112 18.2

正向女性化組 98 15.9

負向女性化組 133 21.6

肆、中文版反應風格量表短版（Response Style Questionnaire-10, RRS-10）

反應風格量表（Response Style Questionnaire, RSQ）最初為 Nolen-

Hoeksema 與 Morrow（1991）所發展，共 52 題，其中反芻反應風格為 32 題，

分心反應風格為20 題。Treynor 等人（2003）對反芻反應風格分量表進行修 編，刪除題意可能與憂鬱症狀重疊之項目，並新增兩題後，編製成反應風格量 表短版（RRS-10）。

中文版反應風格量表短版為自陳式量表，詳細題項請見附錄四，共10 題，

採取李克特式4 點量尺作答，1 分為幾乎從不，4 分為幾乎總是。個體根據自身 面對情緒低落或憂鬱時，評定因應策略之頻率，得分越高代表使用該策略因應 憂鬱情緒的傾向越高。原版問卷分「深思反省（reflection）」與「苦惱自責

（brooding）」兩向度。中文版量表經因素分析後，亦符合兩因子結構，但題數 分別為深思反省（4 題）與苦惱自責（5 題），共 9 題。

伍、社交互動焦慮量表（Social Interaction Anxiety Scale, SIAS）

社交互動焦慮量表為Mattick 與 Clarke（1998）所編製之測量個體社交互動 焦慮程度之自陳式量表，詳細題項請見附錄五。此量表採李克特式5 點量尺，0 分為完全不符合，4 分為非常符合，個體依據平常生活與他人互動之感受進行 填答，得分越高代表社交互動焦慮傾向越強。且此量表具良好信效度，內部一 致性信度係數為.94，4 週與 12 週之再測信度分別為.91 與.93，且亦和社交逃避 及受苦量表（Social Avoidance and Distress Scale, SADS）與害怕負面評價量表

（Fear of Negative Evaluation Scale, FNES）具有高相關。

楊靜芳（2003）對此量表進行翻譯修訂，結果顯示翻譯後之量表因素結構 尚算穩定，且內部一致性信度係數為.90，兩週與兩個月之再測信度分別為.86 與.81。本研究之內部一致性信度為.87。綜合以上所述，顯示 SIAS 為有效且可 信的測量工具。

陸、臺灣簡明版世界衛生組織生活品質量表（World Health Organization Quality of Life-Brief, Taiwan version, WHOQOL-BREF (TW)）

世界衛生組織生活品質量表（WHOQOL-100）為世界衛生組織於 1995 年 所編製而成，目的在於評估個體於生理、心理、獨立程度、社會關係、環境、

心靈/宗教/個人信念等六大範疇之主觀生活品質感受。然此量表因長度過長，實 用性並不高。因此世界衛生組織透過各國之研究資料，將原量表縮編至共26 題 之簡明版世界衛生組織量表（WHOQOL-BREF）（Group, 1995, 1998）。

臺灣簡明版世界衛生組織生活品質量表為評估個體生活品質之自陳式量 表，詳細題項請見附錄六。此量表為姚開屏（2002）所翻譯修訂，除了翻譯原 版簡明版量表外，更加入兩題本土性題目，共28 題。採李克特式 5 點量尺，可 分生理健康、心理、社會關係與環境四範疇。原始分數經加總後，可得原始範 疇分數，此分數可進一步參考過去常模資料，轉換為轉換後範疇分數。此分數 依照分數範圍不同，可分為4 至 20 分與範圍為 0 至 100 兩種，藉此以進一步與 世界衛生組織生活品質量表（WHOQOL-100）比較。過去研究顯示此量表整體 內部一致性信度為.97，再測信度為.86，各範疇之內部一致性介於.78 至.91，且 大多數之範疇可區分健康者與不健康者。本研究結果顯示整體量表內部一致性 信度為.87，各範疇之內部一致性信度介於.70 至.79 間。綜合上述結果，顯示此 量表具有良好之信效度，為一有效且可信之測量工具。

柒、中文版憂鬱、焦慮與壓力量表（Depression, Anxiety, Stress Scale, DASS-21）

憂鬱、焦慮與壓力量表為Lovibond 與 Lovibond（1995）所編製，此量表為

鬱、焦慮及壓力程度。原版共42 題，後原作者考量臨床實用性，將原版量表精 簡為21 題之版本，各向度由 7 題組成，採李克特式 4 點量尺，0 分為「一點都 不適用」，3 分為「非常適用/最適用」，分數越高代表個體於該向度的程度越 高，詳見附錄七。Henry 與 Crawford（2005）針對 21 題之版本進行分析驗證，

發現於各分量表皆可有效測量相對應之構念，整體內部一致性信度為.88，憂 鬱、焦慮及壓力分量表之內部一致性信度分別為.82、.90、.93。本研究結果顯 示，整體內部一致性信度為.92，憂鬱、焦慮及壓力分量表之內部一致性信度分 別為.88、.76、.85，較過去研究結果，雖於本研究結果中焦慮分量表信度明顯 較低，但仍在可接受的範圍內，顯示此量表具有良好之信效度。

第三節 統計分析程序

本研究以SPSS20.0 與 AMOS24.0 等套裝統計軟體進行資料分析，以瞭解量 表的心理計量特性，並檢驗本研究之假設，分析方式如下：

1. 效度檢驗：透過探索性因素分析與驗證性因素分析，檢驗：1)本研究翻譯 之「正負向性別角色量表」是否符合原版的四因素結構，與2)「中文版反 應風格量表短版」是否符合原版的兩因素結構。

2. 信度檢驗：瞭解「預期性污名量表」、「正負向性別角色量表」、「短版反應 風格量表中文版」、「社交互動焦慮量表中文版」、「憂鬱、焦慮與壓力量表 中文版」及「臺灣簡明版世界衛生組織生活品質問卷」等全量表與分量表 的內部一致性信度。

3. 相關分析：採皮爾遜相關分析方法，檢驗同志族群中各變項間之關聯性，

包含基本人口學變項、預期性污名程度、出櫃程度、反芻反應風格、憂鬱 程度、焦慮程度、壓力程度、社交互動焦慮程度及生活品質程度。

4. 單因子變異數分析：檢驗不同性傾向組、不同性別角色組、不同程度之憂 鬱組、焦慮組及壓力組於各變項之差異程度。並以卡方檢定檢驗不同程度

之憂鬱組、焦慮組及壓力組之性傾向人口分布差異。

5. 階層迴歸分析：控制人口學變項（年齡、生理性別、教育程度）與出櫃比 例之情況下，檢驗同志族群之反芻反應風格及預期性污名對心理症狀與生 活品質的影響。

6. 序列中介模式分析：透過Hayes（2012）所研發的 PROCESS 統計分析附件 軟體之模型4，檢驗同志族群中，家人之預期性污名與生活品質範疇對於 親戚之預期性污名與心理症狀間之序列中介效果。

第三章 研究結果

第一節 量表效度檢驗

壹、研究樣本分組

為探索量表的因素結構與驗證因素結構的適配性，將參與者隨機分派至子 樣本一與子樣本二兩組，分別進行探索性因素分析與驗證性因素分析。並為確 保樣本同質性，比較兩個子樣本之人口學變項與主要預測變項之基本描述統 計，包括平均數、標準差及分數分布範圍，其結果支持兩個子樣本為對等樣 本，在各變項均無差異。描述統計與差異檢定請見表3-1。

表3-1 子樣本一與子樣本二之差異檢定

變項

平均值（標準差）

自由度 t 值 p 子樣本一

(N = 309)

子樣本二 (N = 308)

年齡 28.77 ( 6.53) 28.15 ( 6.08) 615 1.22 .22 社交互動焦慮 33.73(13.52) 34.97(13.71) 615 -1.13 .25 生理健康 63.75(14.01) 63.43(13.94) 616 .28 .77 心理健康 52.39(16.21) 52.41(16.80) 615 -.02 .98 社會關係 56.78(16.85) 56.43(17.69) 615 .24 .80 環境健康 64.56(13.53) 64.33(13.28) 615 .21 .82 憂鬱程度 9.40 ( 8.86) 9.39 ( 8.77) 615 .01 .99 壓力程度 17.81(10.19) 18.25 ( 9.27) 615 -.57 .56 焦慮程度 10.14 ( 7.33) 10.09 ( 7.47) 615 .08 .93

貳、中文版反應風格量表短版之修訂驗證

一、探索性因素分析

以子樣本一（n = 309）進行驗證性因素分析，經 Bartlett 球形檢定結果顯 示，變項間彼此並非無關聯（χ²(45, N = 309) = 685.66, p < .001），且 KMO 為.825，顯示此資料適合進行因素分析。據特徵值（eigenvalue）與陡坡圖

（scree plot）結果顯示，應該採取兩因素結構。以主軸法（Principal Axis）萃取 因素，並以最優法（Promax）進行斜交轉軸，因素負荷量矩陣如表 3-2。由表 3-2 可見，第一個因素包含七題，第二個因素包含三題，與原版本(Treynor et al., 2003)的因素結構並不完全一致。其中，「3. 想到『為何我總是用這樣的方式反 應』」在兩分量表之因素負荷量皆大於0.3。考量 cross loading 之可能，並參考 過去本土研究發現，此題皆無法落於原版量表所屬的因素結構中（周嘉娸，

2008；陳弘儒，2015；游勝翔，2004），顯示此題目之不穩定性，故將此題刪 除。另有一題「6. 思考最近的情境，祈望它可以變得更好」，此題所屬因素與 原量表不符，原屬苦惱自責式反芻，但於本研究中屬深思反芻式反芻。此結果 於過去本土研究發現一致，但後續處理方式並不同，楊如泰（2010）選擇將此 題刪除，但陳弘儒（2015）審視題意後將其納入深思反省式反芻。

二、驗證性因素分析

由於過去研究結果不一致，使用子樣本二（n = 308）進行驗證性因素分 析，比較不同題數組成下的因素結構配適度，因素結構比較結果如表3-3。由表 3-3 可見，Model 1 與 Model 6 之適配度指標（GFI）、調整後之適配度指標

（AGFI）、比較性適配指標（CFI）、標準適配度指標（NFI）與非規範配適指標

（NNFI）皆高於 0.9，近似方均根誤差（RMSEA）皆介於 0.05 至 0.08 間，顯

示此二模型相較於其他模型具有較佳之適配度。綜合探索性因素分析與驗證性 因素分析結果，與考量第六題題意之意義性，決定保留此題，採用模型1 的因 素結構進行後續資料分析。

表3-2 中文版反應風格量表短版因素結構（n = 309）

量表題目 因素一 因素二

深思反省 苦惱自責 4. 自己離開，並思考為何你會這樣地感覺 .76 -.08 9. 分析你的人格特性，試圖瞭解為何你會感到憂鬱 .72 -.06 2. 分析最近的事件，試圖瞭解為何你會感到憂鬱 .62 -.01

5. 寫下你的想法並分析它 .57 -.08

3. 想到「為何我總是用這樣的方式反應」 .48 .26 6. 思考最近的情境，祈望它可以變得更好 .46 .07 10. 獨自去某些地方思考自己的感受 .43 .08 7. 想到「為何我有這些他人沒有的問題？」 .01 .69 8. 想到「為何我無法將事情處理得更好」 .00 .64 1. 想到「我做了什麼，而有如此下場？ -.05 .59

表3-3 中文版反應風格量表短版之因素結構比較（n = 308）

量表結構組成 適配度指標

模型 深思反省 苦惱自責 GFI AGFI CFI RMSEA NNFI IFI Model 1 2,4,5,6,9,10 1,7,8 .959 .929 .935 .068 .910 .936 Model 2 2,3,4,5,6,9,10 1,7,8 .951 .921 .924 .070 .900 .925 Model 3 2,4,5,9,10 1,6,7,8 .946 .906 .905 .082 .868 .906 Model 4 2,3,4,5,9,10 1,6,7,8 .938 .900 .897 .081 .864 .899 Model 5 2,4,5,9,10 1,3,6,7,8 .919 .868 .854 .096 .807 .856 Model 6 2,4,5,9,10 1,7,8 .962 .928 .939 .073 .910 .940

三、分析結果小結

經探索性因素分析與驗證性因素分析之來回重複驗證，結果顯示此因素結 構較其他因素結構穩定，為本研究所得之最佳解，建議後續使用此量表之研究 可沿用此因素結構。以子樣本一（n = 309）再次進行分析，刪題後版本之整體

內部一致性信度係數為.74，兩因素「苦惱自責」與「深思反省」各由 3 題與 6 題組成，內部一致性信度係數各為.66 與.76，兩因素可解釋 37.1%之變異量，刪 題後的因素負荷量如表3-4。

表3-4 中文版反應風格短版刪題後之因素結構（n = 309）

量表題目 因素一 因素二

深思反省 苦惱自責 4. 自己離開，並思考為何你會這樣地感覺 .72 -.05 9. 分析你的人格特性，試圖瞭解為何你會感到憂鬱 .70 -.03 2. 分析最近的事件，試圖瞭解為何你會感到憂鬱 .61 .02

5. 寫下你的想法並分析它 .56 -.06

6. 思考最近的情境，祈望它可以變得更好 .46 .09 10. 獨自去某些地方思考自己的感受 .44 .11 7. 想到「為何我有這些他人沒有的問題？」 .03 .67 8. 想到「為何我無法將事情處理得更好」 .01 .65 1. 想到「我做了什麼，而有如此下場？ -.04 .57

參、中文版正負向性別角色量表之修訂驗證

一、探索性因素分析

以子樣本一（n = 308）進行探索性因素分析，經 Bartlett 球形檢定結果顯 示，變項間彼此並非無關聯（χ²(276, N = 308) = 4182.28, p < .001），且 KMO 為.793，顯示此資料適合進行因素分析。據特徵值（eigenvalue）與陡坡圖

（scree plot）結果建議取五個因素，但考量原版量表的因素結構，故採用四個 因素進行後續分析。以主軸法（Principal Axis）萃取因素，並以最優法

（Promax）進行斜交轉軸，因素負荷量矩陣如表 3-5。由表 3-5 可見因素一「正 向男性化」包含6 題，因素二「正向女性化」包含 4 題，因素三「負向女性 化」包含5 題，因素四「負向男性化」包含 5 題，與原版量表因素結構不完全 相符。其中「11. 嚴厲的」、「17. 敏感的」、「19. 想法天真的」所屬因素與原量

表不符，且上述三題於所屬因素外之因素上亦有較高的因素負荷量，遂將此三 題刪除。另「7. 焦急的」與「21. 過於謹慎的」雖所屬因素與原版量表相符，

但此二題各於因素四與因素一之因素負荷量大於0.3，顯示此二題之不穩定性，

故將此二題刪除。另「23. 不體貼的」於四個因素之因素負荷量皆小於 0.3，顯 示此題可能代表不同構念，遂將此題刪除。

二、驗證性因素分析

進一步以子樣本二（n = 309）進行驗證性因素分析，比較原版量表與刪題 後量表之因素結構適配度，結果詳見表3-6。由表 3-6 可見，刪題後量表之適配 度指標（GFI）、調整後之適配度指標（AGFI）、比較性適配指標（CFI）、標準 適配度指標（NFI）與非規範配適指標（NNFI）雖未達 0.9，但皆較原版量表 佳，近似方均根誤差（RMSEA）亦落於 0.05～0.08 間，顯示刪題後之量表結構 較原版量表穩定。

三、分析結果小結

綜合探索性因素分析與驗證性因素分析之結果，本研究採用刪題後版本進 行後續分析，四因素「正向男性化」、「負向男性化」、「正向女性化」與「負向 女性化」各由6 題、4 題、5 題、3 題組成。以子樣本一（n = 309）再次進行分 析，各分量表之內部一致性信度係數為.83、.69、.61、.51，四因素可解釋 39.2%之變異量，刪題後的因素負荷量如表 3-7。

表3-5 中文版正負向性別角色量表之因素結構（n = 309）

量表題目 因素一 因素二 因素三 因素四

正向男性化 正向女性化 負向女性化 負向男性化 10. 有邏輯的 .76 .16 -.09 .01 6. 擅分析的 .74 .12 .01 .01 14. 理性的 .70 -.11 -.05 -.10 9. 專注於尋找解決辦法的 .67 .12 -.15 .07 5. 實際的 .66 .03 -.01 -.03 12. 客觀的 .57 .01 -.10 .05 11. 嚴厲的 .49 -.14 .23 .22 8. 情感豐富的 -.11 .67 .12 .12 16. 有同理心的 .08 .66 .17 -.10 3. 溫柔的 .06 .54 .07 -.10 2. 熱情的 .10 .47 -.24 .31 4. 鍾情的 .20 .47 -.01 -.08 23. 不體貼的 .04 -.44 .12 .25 22. 過度敏感的 -.09 .10 .75 -.02 17. 敏感的 .01 .34 .61 -.02 21. 過於謹慎的 .31 -.13 .59 -.14 1. 自我懷疑的 -.18 -.01 .53 .01 7. 焦急的 -.02 .01 .40 .35 15. 沒有方向感的 -.15 -.07 .32 .11 20. 自大的 .10 -.18 .02 .65 18. 喜歡自誇的 -.05 .05 -.06 .60 13. 擺闊的 .03 -.08 .00 .49 19. 想法天真的 -.22 .22 .02 .40 24. 渴望權力的 .17 -.11 .14 .40

表3-6 中文版正負向性別角色量表之因素結構比較（n = 308）

量表版本 GFI AGFI CFI RMSEA NNFI IFI 原版量表 .775 .726 .667 .095 .626 .671 刪題後量表 .873 .835 .823 .088 .793 .826

表3-7 中文版正負向性別角色量表之刪題後因素結構（n = 309）

量表題目 因素一 因素二 因素三 因素四

正向男性化 正向女性化 負向男性化 負向女性化 10. 有邏輯的 .76 .08 .05 .00 14. 理性的 .74 -.17 -.08 .03

6. 擅分析的 .73 .06 .08 .03

9. 專注於尋找解決辦法的 .64 .08 .06 -.09 5. 實際的 .61 .06 -.08 -.06 12. 客觀的 .57 -.03 .07 -.03 8. 情感豐富的 -.15 .71 .07 .09 16. 有同理心的 .10 .62 -.12 .20 2. 熱情的 -.04 .55 .19 -.32

3. 溫柔的 .06 .52 -.09 .08

4. 鍾情的 .14 .49 -.15 -.05 20. 自大的 .08 -.13 .65 .05 18. 喜歡自誇的 -.08 .06 .65 -.01 13. 擺闊的 .00 -.04 .48 .03 24. 渴望權力的 .18 -.05 .41 .14 1. 自我懷疑的 -.06 .03 .01 .61 22. 過度敏感的 .01 .13 .11 .55 15. 沒有方向感的 -.09 -.02 .08 .34

第二節 描述統計與相關分析

壹、描述統計

本研究主要變項之量表題數、量尺尺度、項目平均數與標準差、量表平均 數與標準差列於表3-8。根據同性戀與雙性戀組之結果顯示，預期來自親戚的預 期性污名最高（M = 19.76），來自朋友的預期性污名相對最低（M = 7.38）。據 Lovibond 與 Lovibond（1995）之切截分數標準，此樣本群之憂鬱與焦慮程度落 於輕度範圍內（M = 10.09; M = 10.50），然壓力程度介於中度之臨界（M = 18.84），反映此樣本之壓力程度可能有偏高之情況。

doi:10.6342/NTU201901915

表3-8 各變項之描述統計

變項 題數（尺度）

同性戀與雙性戀組（n = 306） 異性戀組（n = 311）

項目平均數 S.D. 量表平均數 S.D. 項目平均數 S.D. 量表平均數 S.D.

預期性污名_朋友 7（0～5） 7.38 7.68 1.05 1.10 － － － － 預期性污名_親戚 7（0～5） 19.76 9.43 2.82 1.35 － － － － 預期性污名_家人 7（0～5） 13.12 10.83 1.87 1.55 － － － － 預期性污名_職場 7（0～5） 13.55 9.58 1.94 1.37 － － － － 憂鬱程度 7（0～3） 10.09 8.80 0.72 0.62 8.70 8.77 0.62 0.62 壓力程度 7（0～3） 18.84 10.45 1.34 0.74 17.23 8.91 1.23 0.63 焦慮程度 7（0～3） 10.50 7.40 0.74 0.52 9.74 7.38 0.69 0.52 社交互動焦慮程度 20（0～4） 35.03 13.69 1.75 0.68 33.67 13.54 1.68 0.67 生活品質_生理健康 7（1～5） 24.83 3.92 3.51 0.58 25.12 3.72 3.58 0.53 生活品質_心理 6（1～5） 18.57 3.94 3.09 0.68 18.59 3.86 3.10 0.64 生活品質_社會關係 4（1～5） 13.06 2.76 3.26 0.69 13.06 2.76 3.26 0.69 生活品質_環境 9（1～5） 32.18 4.79 3.54 0.51 32.44 4.96 3.60 0.55 深思反省 6（1～4） 15.78 3.65 2.65 0.62 15.66 3.61 2.61 0.60 苦惱自責 3（1～4） 7.79 2.31 2.57 0.77 7.86 2.33 2.62 0.77

32

33

生活品質方面，各範疇之平均皆落於中等偏上之程度（M^生 = 3.51, M^心 = 3.09, M^社 = 3.26, M^環 = 3.54），但心理範疇較其他範疇略低。比較兩組於各變項 之平均發現，同性戀與雙性戀組於憂鬱、焦慮及壓力程度略高於異性戀組，其 他變項無明顯落差。

貳、相關分析

採皮爾森相關分析，對自評性傾向為同性戀與雙性戀者，檢驗各主要變項 間之相關，結果如表3-9 所示。結果發現，預期性污名方面，各人際關係下的 預期性污名皆與心理症狀呈正相關（rs = .12 ~ .32, ps < .05），與生活品質各範疇 呈負相關（rs = -.36 ~ -.14, ps < .05）。反芻反應風格方面，苦惱自責式反芻與各 人際關係下的預期性污名、憂鬱、焦慮、壓力及社交互動焦慮等心理症狀皆呈 正相關（rs = .17 ~ .45, ps < .001），且與生活品質呈負相關（rs = -.16 ~ -.24, ps

< .001）。深思反省式反芻與生活品質呈正相關（rs = .13 ~ .14, ps < .05），然與 預期性污名、心理症狀相關未達顯著，顯示兩因應風格之不同。

第三節 不同族群組間之差異檢定

壹、不同性傾向組之單因子變異數分析

以單因子變異數分析，比較不同性傾向間之生理健康範疇、心理範疇、社 會關係範疇、環境範疇是否具顯著差異。

一、生活品質

據分析結果顯示，不同性傾向組在生活品質之心理範疇與社會關係範疇上 有顯著差異，兩者皆屬小效果量（F^心(2, 614) = 4.05, p = .018, ηp2 = .013; F^社(2, 614) = 3.83, p = .022, ηp2 = .012）。